Este documento presenta los resultados del análisis de componentes de (co)varianza del peso al destete en ganado Cebú cubano utilizando seis modelos diferentes. El modelo que mejor se ajustó a los datos fue el que incluyó efectos genéticos aditivos directos y maternos, efectos del ambiente permanente y una correlación entre los efectos directos y maternos. Los resultados mostraron una heredabilidad baja para los efectos directos (0.07) y efectos maternos (0.08) cuando se consideraron los efectos maternos,
COMPONENTES DE (CO)VARIANZA PARA PESO AL DESTETE DE GANADO CEBÚ BERMEJO CUBANOcriollito
Con el objetivo de estimar los componentes de (co)varianza del peso al destete en el ganado Cebú bermejo cubano se tomó una muestra de 5120 registros de animales hembras y machos que nacieron entre los años 1988 y 2007 en tres hatos ubicados en las provincias de Cienfuegos, Camagüey y Granma. Se utilizaron seis modelos estadísticos diferentes que tenían en común el efecto fijo de grupo de contemporáneo (año-hato-época-sexo) y las covariables edad al destete lineal, edad de la madre al parto lineal y cuadrático. El modelo 1 sólo incluyó el efecto aleatorio del animal, el modelo 2 incluyó además el efecto aleatorio del ambiente permanente, el modelo 3 fue igual que el 1 pero incluyó además el efecto aleatorio genético materno, sin considerar la existencia de covarianza entre los efectos aditivos y maternos, el modelo 4 fue igual que el 3 pero consideró la existencia de covarianza entre efectos aditivos y maternos, los modelos 5 y 6 fueron iguales a los modelos 3 y 4, respectivamente, pero adicionando el efecto aleatorio del ambiente permanente. El peso al destete promedio fue de 159.7 kg, con una desviación estándar de 26.7 kg. Se utilizaron tres criterios para comparar los modelos; el logaritmo de la verosimilitud (log L), el criterio informativo de Akaike (AIC) y el criterio informativo de Bayes (BIC). El modelo 1 fue el de peor ajuste considerando los tres criterios. Teniendo en cuenta el criterio log L los modelos 5 y 6 no difieren significativamente entre ellos y resultaron los mejores con relación al resto. Los criterios AIC y BIC señalan al modelo 5 como el mejor. La heredabilidad para el efecto aditivo directo (0.32) en el modelo1 fue superior a la estimada para con el resto de los modelos (0.02-0.06), lo que indica que ignorar los efectos maternales produjo una sobreestimación de este parámetro. Las heredabilidades estimadas para los efectos maternos en los modelos de mejor ajuste alcanzaron valores de 0.06 (modelo 5) y 0.04 (modelo 6). Los efectos del ambiente permanente determinaron entre un 10.9% (modelo 6) y 15.4% (modelo 3) de la variabilidad total. La correlación genética entre los efectos directos y maternos alcanzó valores de 0.53 y 0.61 para los modelos 4 y 6, respectivamente. Los resultados indican que en la presente población, existen pocas posibilidades de mejorar el peso al destete por selección.
Parámetros y tendencias genéticas del peso al destete y a los 18 meses de eda...criollito
El objetivo fue estimar la heredabilidad directa y materna del peso al destete a los 7 meses (PD), y peso final a los 18 meses
(PF) y sus valores y tendencias genéticas en bovinos Cebú bermejo de Cuba. Se utilizó un modelo animal bicarácter en 5,120
registros de PD y 1,134 de PF. Los animales nacieron entre 1982 y 2008 en tres hatos. El modelo para el PD incluyó los efectos
del grupo de contemporáneas (hato–año–estación de nacimiento-sexo, edad al destete como covariable lineal y edad de la madre
como lineal y cuadrática), efecto aleatorio del animal, aleatorio materno, del ambiente permanente y el error. El modelo para
PF incluyó el grupo de contemporáneas (hato-año-estación de nacimiento), edad al peso final como covariable lineal, efecto
aleatorio del animal, efecto del ambiente permanente y el error. Las tendencias genéticas se estimaron mediante regresión lineal
del valor genético aditivo promedio sobre los años de nacimiento, de 1982 a 2007. La heredabilidad del PD fue 0.11±0.04 y
0.03±0.02 (efectos directos y maternos, respectivamente) con una correlación genética de -0.15±0.24 entre dichos efectos. La
heredabilidad del PF fue 0.28±0.10. Las tendencias genéticas resultaron positivas y significativas para el efecto directo de PD
(0.102 kg) y PF (0.244 kg). Se concluye que la heredabilidad de los efectos directos y maternos del PD fueron bajas, y el PF
tiene un índice de herencia moderado que puede favorecer la respuesta a la selección en los programas de mejoramiento
genético.
PALABRAS CLAVE: Heredabilidad, Bovinos en trópico, Valor genético, Peso final.
COMPONENTES DE (CO)VARIANZA PARA PESO AL DESTETE DE GANADO CEBÚ BERMEJO CUBANOcriollito
Con el objetivo de estimar los componentes de (co)varianza del peso al destete en el ganado Cebú bermejo cubano se tomó una muestra de 5120 registros de animales hembras y machos que nacieron entre los años 1988 y 2007 en tres hatos ubicados en las provincias de Cienfuegos, Camagüey y Granma. Se utilizaron seis modelos estadísticos diferentes que tenían en común el efecto fijo de grupo de contemporáneo (año-hato-época-sexo) y las covariables edad al destete lineal, edad de la madre al parto lineal y cuadrático. El modelo 1 sólo incluyó el efecto aleatorio del animal, el modelo 2 incluyó además el efecto aleatorio del ambiente permanente, el modelo 3 fue igual que el 1 pero incluyó además el efecto aleatorio genético materno, sin considerar la existencia de covarianza entre los efectos aditivos y maternos, el modelo 4 fue igual que el 3 pero consideró la existencia de covarianza entre efectos aditivos y maternos, los modelos 5 y 6 fueron iguales a los modelos 3 y 4, respectivamente, pero adicionando el efecto aleatorio del ambiente permanente. El peso al destete promedio fue de 159.7 kg, con una desviación estándar de 26.7 kg. Se utilizaron tres criterios para comparar los modelos; el logaritmo de la verosimilitud (log L), el criterio informativo de Akaike (AIC) y el criterio informativo de Bayes (BIC). El modelo 1 fue el de peor ajuste considerando los tres criterios. Teniendo en cuenta el criterio log L los modelos 5 y 6 no difieren significativamente entre ellos y resultaron los mejores con relación al resto. Los criterios AIC y BIC señalan al modelo 5 como el mejor. La heredabilidad para el efecto aditivo directo (0.32) en el modelo1 fue superior a la estimada para con el resto de los modelos (0.02-0.06), lo que indica que ignorar los efectos maternales produjo una sobreestimación de este parámetro. Las heredabilidades estimadas para los efectos maternos en los modelos de mejor ajuste alcanzaron valores de 0.06 (modelo 5) y 0.04 (modelo 6). Los efectos del ambiente permanente determinaron entre un 10.9% (modelo 6) y 15.4% (modelo 3) de la variabilidad total. La correlación genética entre los efectos directos y maternos alcanzó valores de 0.53 y 0.61 para los modelos 4 y 6, respectivamente. Los resultados indican que en la presente población, existen pocas posibilidades de mejorar el peso al destete por selección.
Parámetros y tendencias genéticas del peso al destete y a los 18 meses de eda...criollito
El objetivo fue estimar la heredabilidad directa y materna del peso al destete a los 7 meses (PD), y peso final a los 18 meses
(PF) y sus valores y tendencias genéticas en bovinos Cebú bermejo de Cuba. Se utilizó un modelo animal bicarácter en 5,120
registros de PD y 1,134 de PF. Los animales nacieron entre 1982 y 2008 en tres hatos. El modelo para el PD incluyó los efectos
del grupo de contemporáneas (hato–año–estación de nacimiento-sexo, edad al destete como covariable lineal y edad de la madre
como lineal y cuadrática), efecto aleatorio del animal, aleatorio materno, del ambiente permanente y el error. El modelo para
PF incluyó el grupo de contemporáneas (hato-año-estación de nacimiento), edad al peso final como covariable lineal, efecto
aleatorio del animal, efecto del ambiente permanente y el error. Las tendencias genéticas se estimaron mediante regresión lineal
del valor genético aditivo promedio sobre los años de nacimiento, de 1982 a 2007. La heredabilidad del PD fue 0.11±0.04 y
0.03±0.02 (efectos directos y maternos, respectivamente) con una correlación genética de -0.15±0.24 entre dichos efectos. La
heredabilidad del PF fue 0.28±0.10. Las tendencias genéticas resultaron positivas y significativas para el efecto directo de PD
(0.102 kg) y PF (0.244 kg). Se concluye que la heredabilidad de los efectos directos y maternos del PD fueron bajas, y el PF
tiene un índice de herencia moderado que puede favorecer la respuesta a la selección en los programas de mejoramiento
genético.
PALABRAS CLAVE: Heredabilidad, Bovinos en trópico, Valor genético, Peso final.
COMPONENTES DE (CO)VARIANZA DEL CRECIMIENTO POSDESTETE EN VAQUILLAS SANTA GER...criollito
La capacidad de crecimiento, uno de los factores más importantes
en bovinos productores de carne, está determinada por
el crecimiento pre y post destete, por lo que ambas etapas son
relevantes en los procesos de selección de reproductores. La
estimación precisa de los componentes de (co)varianza y parámetros
genéticos durante estos periodos mejora la respuesta
en esquemas de selección. Con este objetivo se estimaron
componentes de (co)varianza y parámetros genéticos del crecimiento
desde el destete hasta los 900 d de edad en vaquillas
Santa Gertrudis, mediante un modelo de regresión aleatoria
utilizando polinomios de Legendre para los efectos aditivo,
materno y de ambiente permanente. Se usaron 5709 pesajes
de 1903 vaquillas y se registraron sus pesos al destete, al año
de edad y al inicio de la etapa reproductiva. El análisis de los
resultados indicó un aumento de las varianzas aditiva y de
ambiente permanente con la edad, mientras que la varianza
debida a efectos maternos disminuyó. La tendencia de la heredabilidad
para los efectos directos fue decreciente del destete
(0.08) hasta los 280 d de edad (0.04); de ahí y hasta los
900 d aumentó (0.20). Los efectos del ambiente permanente
fueron opuestos a la heredabilidad para los efectos directos.
La heredabilidad para los efectos maternos decreció de 0.10
(al destete) hasta 0 (a los 900 d). Las correlaciones genéticas
fueron negativas entre los pesajes más distantes, pero altas
y positivas entre pesajes consecutivos, con valores mayores a
0.85 desde los 400 d, por lo que la selección para peso corporal
a edades posteriores será más efectiva.
AJUSTE DE MODELOS DE REGRESIÓN ALEATORIA EN EVALUACIONES GENÉTICAS DE BOVINOS...criollito
La curva de crecimiento del ganado tiene una forma sigmoidea
que puede ser ajustada con modelos de regresión
aleatoria. El objetivo de este estudio fue ajustar un modelo
de regresión aleatoria con base en polinomios de Legendre,
y estimar componentes de varianza y parámetros genéticos,
para datos de crecimiento en bovinos Tropicarne. Se analizó
la información de 12 890 pesadas mensuales, del nacimiento
a los 24 meses de edad de 1787 becerros. El pedigrí incluyó
2504 animales. Se compararon 27 modelos lineales, cuadráticos
y cúbicos para ajuste de los efectos genéticos (EGA) y
de ambiente permanente (APA) del animal, con tres estructuras
en las varianzas de residuales (homogénea, y heterogénea
de seis y doce clases). Una vez seleccionado el modelo
con los efectos del animal, se analizaron otros nueve modelos
para determinar la posible adición de los efectos maternos,
genéticos (EGM) y de ambiente permanente (APM).
Los análisis se realizaron con el programa DFREML. Los
modelos se compararon con base en: proporción de verosimilitudes,
criterio de información de Akaike y criterio de
información bayesiana. El modelo con mejor ajuste incluyó
los EGA de orden cuadrático y los efectos de APA, EGM
y APM de orden cúbico, con varianza residual heterogénea
en doce clases. Las varianzas fenotípicas de EGA y de EGM
presentaron tendencia positiva con la edad; sin embargo,
la varianza residual presentó un comportamiento cuadrático
en los primeros ocho meses del crecimiento y luego se
mantuvo constante. La heredabilidad directa promedio fue
0.079, con valores de 0.006 a 0.06 hasta los siete meses; y
desde los ocho meses fue constante (alrededor de 0.11). La
heredabilidad materna promedio fue 0.084, con valores de 0.02 a 0.06 hasta los siete meses y de 0.07 a 0.16 desde de
los ocho meses de edad. El modelo de regresión aleatoria fue
el mejor desde los nueve meses de edad, pero subestimó los
parámetros genéticos para edades menores.
COMPONENTES DE (CO)VARIANZA DEL CRECIMIENTO POSDESTETE EN VAQUILLAS SANTA GER...criollito
La capacidad de crecimiento, uno de los factores más importantes
en bovinos productores de carne, está determinada por
el crecimiento pre y post destete, por lo que ambas etapas son
relevantes en los procesos de selección de reproductores. La
estimación precisa de los componentes de (co)varianza y parámetros
genéticos durante estos periodos mejora la respuesta
en esquemas de selección. Con este objetivo se estimaron
componentes de (co)varianza y parámetros genéticos del crecimiento
desde el destete hasta los 900 d de edad en vaquillas
Santa Gertrudis, mediante un modelo de regresión aleatoria
utilizando polinomios de Legendre para los efectos aditivo,
materno y de ambiente permanente. Se usaron 5709 pesajes
de 1903 vaquillas y se registraron sus pesos al destete, al año
de edad y al inicio de la etapa reproductiva. El análisis de los
resultados indicó un aumento de las varianzas aditiva y de
ambiente permanente con la edad, mientras que la varianza
debida a efectos maternos disminuyó. La tendencia de la heredabilidad
para los efectos directos fue decreciente del destete
(0.08) hasta los 280 d de edad (0.04); de ahí y hasta los
900 d aumentó (0.20). Los efectos del ambiente permanente
fueron opuestos a la heredabilidad para los efectos directos.
La heredabilidad para los efectos maternos decreció de 0.10
(al destete) hasta 0 (a los 900 d). Las correlaciones genéticas
fueron negativas entre los pesajes más distantes, pero altas
y positivas entre pesajes consecutivos, con valores mayores a
0.85 desde los 400 d, por lo que la selección para peso corporal
a edades posteriores será más efectiva.
AJUSTE DE MODELOS DE REGRESIÓN ALEATORIA EN EVALUACIONES GENÉTICAS DE BOVINOS...criollito
La curva de crecimiento del ganado tiene una forma sigmoidea
que puede ser ajustada con modelos de regresión
aleatoria. El objetivo de este estudio fue ajustar un modelo
de regresión aleatoria con base en polinomios de Legendre,
y estimar componentes de varianza y parámetros genéticos,
para datos de crecimiento en bovinos Tropicarne. Se analizó
la información de 12 890 pesadas mensuales, del nacimiento
a los 24 meses de edad de 1787 becerros. El pedigrí incluyó
2504 animales. Se compararon 27 modelos lineales, cuadráticos
y cúbicos para ajuste de los efectos genéticos (EGA) y
de ambiente permanente (APA) del animal, con tres estructuras
en las varianzas de residuales (homogénea, y heterogénea
de seis y doce clases). Una vez seleccionado el modelo
con los efectos del animal, se analizaron otros nueve modelos
para determinar la posible adición de los efectos maternos,
genéticos (EGM) y de ambiente permanente (APM).
Los análisis se realizaron con el programa DFREML. Los
modelos se compararon con base en: proporción de verosimilitudes,
criterio de información de Akaike y criterio de
información bayesiana. El modelo con mejor ajuste incluyó
los EGA de orden cuadrático y los efectos de APA, EGM
y APM de orden cúbico, con varianza residual heterogénea
en doce clases. Las varianzas fenotípicas de EGA y de EGM
presentaron tendencia positiva con la edad; sin embargo,
la varianza residual presentó un comportamiento cuadrático
en los primeros ocho meses del crecimiento y luego se
mantuvo constante. La heredabilidad directa promedio fue
0.079, con valores de 0.006 a 0.06 hasta los siete meses; y
desde los ocho meses fue constante (alrededor de 0.11). La
heredabilidad materna promedio fue 0.084, con valores de 0.02 a 0.06 hasta los siete meses y de 0.07 a 0.16 desde de
los ocho meses de edad. El modelo de regresión aleatoria fue
el mejor desde los nueve meses de edad, pero subestimó los
parámetros genéticos para edades menores.
Documentos que nos habla sobre el mejoramiento genético en Nicaragua, utilizando diferentes estrategias para aumentar la producción de carne y leche en el país
LOS ÁCIDOS GRASOS DE LA DIETA AFECTAN LA FISIOLOGÍA REPRODUCTIVA EN LA HEMBRA...criollito
Reproduction is the basis of bovine meat and milk production: As a direct result of reproduction, the cycles of calf and milk production are renewed. However, there are many limiting steps in this process as: low pregnancy rates and long open days that result in increasing parturition intervals. Reproductive efficiency in dairy and beef cattle is multifactorial. Nutrition is one of the most important factors affecting this efficiency, and some results have shown that feeding diverse sources of lipids and specifically, fatty acids (FA) can result in a better reproductive efficiency. As a nutrition strategy to improve reproductive efficiency, FA of the omega 3 (n-3) and omega 6 (n-6) families have been studied, and it has been shown that these FA can control follicular development, production of progesterone in the corpus luteum, and secretion of PGF2α from the endometrium, increasing embryonic survival and pregnancy rates. The purpose of this revision is to analyze the possible mechanisms by which FA in the diet improve reproductive efficiency of cows, with especial emphasis on FA n-3 and n-6.
ECUACIONES DE PREDICCIÓN PARA ESTIMAR EL POTENCIAL PRODUCTIVO DE Ferocactus spp.criollito
El componente florístico en Baja California Sur, México, es
amplio e importante en las actividades de sus habitantes. Algunas
plantas han sido utilizadas en la alimentación y la ornamentación.
Esto ha llevado a que las biznagas (Ferocactus
spp.) actualmente estén consideradas en peligro de extinción.
El objetivo del presente trabajo fue evaluar a Ferocactus spp.
para determinar su potencial en la producción de semillas.
Se eligieron 25 plantas de diferentes alturas y diámetros, con
~5 años de haber sido trasplantadas. Se midieron la altura
y el diámetro. Se contaron y colectaron los frutos los cuales
se pesaron en verde (PVF) y al secarse (PSF), se contaron
las semillas de cada fruto (SPF) y el total de semillas por
planta (TSPP). El diámetro se correlacionó significativamente
(P<0><0><0><0,0001). Se concluye que el diámetro de
las plantas puede utilizarse como predictor en las ecuaciones
establecidas para el peso verde del fruto, peso seco del fruto y
el número de semillas por fruto. La altura de la planta puede
usarse para predecir el total de semillas por planta.
Parámetros genéticos de rasgos de crecimiento en el ganado Cebú cubanocriollito
Para estimar los componentes de (co) varianza y los parámetros genéticos del peso al destete, a los siete meses de edad (PD), y del peso final,
a los 18 meses (PF), se utilizó una muestra de 67 373 registros de PD y 7 990 registros de PF de animales de la raza Cebú cubano, nacidos
entre 1988 y 2006, en cinco centros genéticos del país. El modelo estadístico para PD incluyó los efectos del grupo de contemporáneas
(vaquería–año–trimestre-sexo, la edad al destete como covariable lineal y la edad de la madre como lineal y cuadrática), el efecto aleatorio
del animal, el aleatorio materno, el efecto del ambiente permanente y el error. El modelo para PF comprendió el grupo de contemporáneas
(centro-año-cuatrimestre), el efecto del animal y del ambiente permanente. Los componentes de varianza, estimados mediante modelo
animal para el efecto directo de PD por el análisis univariado y bivariado, fueron similares y no tendieron a cambiar significativamente la
magnitud de la heredabilidad para los efectos directos (0.06 vs. 0.08) y maternos (0.06±0.01 vs. 0.05±0.01). Sin embargo, para el caso de
PF, los componentes de varianza para el efecto directo presentaron cambios importantes. Como resultado, la h2 fue mayor cuando se utilizó
el modelo bivariado (0.26±0.05) que al aplicar el univariado (0.16±0.03). La correlación genética entre el efecto directo y el materno para
peso al destete alcanzó un valor de -0.37±0.08 en el análisis univariado, y de -0.21±0.07 en el bivariado. Se concluye que la utilización de
un modelo animal, que considere simultáneamente el peso al destete y el peso final, incrementará la eficiencia de la selección para este
último carácter.
Parámetros genéticos para la persistencia de la lactación en vacas Siboney us...criollito
Con el objetivo de estimar los valores de heredabilidad y las correlaciones genéticas entre cinco medidas de persistencia usando
un modelo de regresión aleatoria con polinomios de Legendre, se analizaron 17,034 registros de producción de leche del día
del control de 2,086 vacas Siboney de Cuba (primera lactancia) que parieron entre 1995 y 2003 en 50 hatos. Los estimados de
heredabilidad para la persistencia de la lactación variaron de 0.18±0.02 a 0.29±0.02. Las correlaciones genéticas entre las
diferentes medidas de persistencia oscilaron de -0.71 a 0.95. Las correlaciones genéticas entre la producción de leche en los
distintos días del control, así como la producción acumulada hasta los 305 días de lactación (PL305) y las distintas medidas
de persistencia tomaron valores de -0.06 hasta 0.11. Basado en los niveles de heredabilidad y en las correlaciones genéticas de
las medidas de persistencia con la PL305, se concluye que es factible efectuar la selección conjunta para la PL305 y persistencia
de la lactación en el ganado Siboney utilizando la diferencia en el área bajo la curva entre el tercio final de la lactación (día
201 al 300) y el tercio inicial del día 1 al 100, (sumatoria de la contribución de cada día, en el periodo de los 61 a 280 días
de lactación, como una desviación de la producción en el día 60) como medidas de persistencia.
Use of Silage Acid Devil Fish (Pterygoplichthys spp.) as Protein Supplement i...criollito
Animal nutrition is one of the most important limiting factors in animal production, especially in ruminants, providing
proteins being the main constraint, due to the limited availability and high cost of protein sources (oilseed meals). Currently in the dam
“El Infiernillo” in Michoacán México, has a large population of devil fish (Pterygoplichthys spp.), which is an economic and ecological
problem, because it is not consumed by humans and causes pollution to be discarded directly into the environment. For that reason the
objective of this study was to evaluate the use of silage acid devil fish (SADF) in fattening beef cattle as a protein supplement. SADF is
defined as a product semi-liquid or pasty mixed with formic acid, which leads to a decrease in pH to near 4.0. Used 18 young bulls (Bos
taurus × Bos indicus) for 60 days with a starting weight of 278.9 ± 51.2 kg, housed in individual pens with food and water ad libitum
were randomly assigned to three treatments with different levels of inclusion SADF (0%, 12% and 18%). They were weighed to the
beginning of the experiment and later every 30 days, previous fasting of 24 hours. To determine the food consumption, weigh every day
the offered food and the surplus. There were no significant differences (P < 0.05) among treatments with different levels of inclusion of
SADF with respect to daily weight gain, with values of 952 ± 324, 927 ± 322 and 854 ± 307 g/day, respectively. The dry matter intake
(DMI) was 8.9, 9.3 and 7.7 kg/day to 0%, 12% and 18% of SADF, respectively. In the same values for feed conversion were 9.34, 10.03
and 9.01 kg DMI/kg of weigh live, and carcass yield of 60.6%, 60.3% and 58.5%, respectively. It is concluded that fish silage acid devil
is an excellent alternative in feeding beef cattle as a protein supplement.
Componentes de (co)varianza del peso al destete en ganado Cebú cubano
1. Revista Cubana de Ciencia Agrícola, Tomo 44, Número 3, 2010. 345
Componentes de (co)varianza del peso al destete en ganado
Cebú cubano
D. Guerra1, A. Guillén2, J.L. Espinoza2, A. Palacios2, R. de Luna de la Peña2, Dianelys González-Peña1
y N. Ávila3
1
Centro de Investigaciones para el Mejoramiento Animal de la Ganadería Tropical. Ave. 101 km 21,5. Cotorro,
Ciudad de La Habana, Cuba
2
Universidad Autónoma de Baja California Sur. Carretera al Sur, km 5,5. CP. 23000. La Paz, México
3
Universidad del Mar, Oaxaca. Ciudad Universitaria. Puerto Escondido, Mixtepec. Juquila, CP. 71980. Oaxaca, México
Correo electrónico: dg@cima-minag.cu
Para estimar los componentes de (co)varianza del peso al destete en el ganado Cebú cubano, se dispuso de una muestra de 60 628 registros
de terneros, nacidos entre 1988 y 2006 en cinco empresas genéticas distribuidas a lo largo del país. Los datos se analizaron mediante el
procedimiento Reml, según seis modelos diferentes que alternaban combinaciones de efectos aleatorios genético aditivo del animal y
maternales genéticos y ambientales. Como efectos fijos comunes a todos los modelos, se consideró el grupo de contemporáneos (vaquería-
año-trimestre de nacimiento-sexo de la cría), la edad al destete del ternero como covariable lineal, y la edad de la madre, como covariable lineal
y cuadrática. Los resultados mostraron que, en el modelo donde se ignoraron los efectos maternales, la heredabilidad para los efectos directos
(0.31) fue sobreestimada con respecto a los modelos donde se consideraron (H ≈ 0.07). La heredabilidad para los efectos maternales resultó
similar a la de los efectos directos (0.08) para el modelo de mejor ajuste. Los efectos del ambiente permanente oscilaron entre 0.10 y 0.13 en
los modelos donde fueron considerados. La correlación genética aditiva entre los efectos directos y maternos tomó valores de -0.15 y -0.29.
Sin embargo, su inclusión no resultó significativa cuando se comparó con el modelo donde no se incluyeron. Los resultados indican que la
respuesta a la selección para la mejora genética del peso al destete en el ganado Cebú cubano no debe resultar suficientemente efectiva.
Palabras clave: componentes de varianzas, parámetros genéticos, efectos maternos, Cebú cubano, peso al destete.
En los países tropicales y subtropicales, la raza El objetivo de este trabajo fue estimar los componen-
Cebú tiene gran importancia para la producción de tes de (co)varianza del peso al destete en ganado Cebú
carne, y el peso al destete es uno de los caracteres cubano, mediante la utilización de seis variantes de mo-
más importantes que se consideran en los programas delo animal que alternan los efectos maternales
de mejoramiento genético del ganado vacuno de car- (genéticos y ambientales), utilizando el procedimiento
ne. Sin embargo, en este rasgo influyen los efectos Reml.
maternales, por lo que se deben tener en cuenta tam-
Materiales y Métodos
bién los componentes genéticos directos y mater-
nos, especialmente si existe una relación antagó- Se tomó una muestra inicial del peso al destete (PD)
nica entre ellos (Baker 1980, Bertrand y Benyshek de 76425 terneros de la raza Cebú, suministrada por el
1987 y Bicca et al. 2006). El conocimiento de es- Centro Nacional de Control Pecuario (CENCOP). Los
tos componentes de varianza es necesario en los animales nacieron entre los años 1988 y 2006 en cinco
diseños de los programas de mejora y para la esti- Empresas Genéticas distribuidas por todo el país. En la
mación del valor genético de los animales. La es- edición de los datos se eliminaron los padres con menos
timación de los efectos maternales ha sido siem- de 40 hijos y los grupos de contemporáneas (vaquería-
pre compleja, debido a que los efectos directos y año-trimestre de nacimiento-sexo de la cría) con menos
maternales están generalmente confundidos. Sin de 10 observaciones. Se eliminaron los individuos con
embargo, con el incremento de la potencia de los madre desconocida y a los que les faltó la información
equipos de cómputo y el desarrollo de eficientes relacionada con la fecha de nacimiento, edad de la madre,
algoritmos, los modelos lineales utilizados en la vaquería, edad y peso al destete. Finalmente, la muestra
evaluación genética de los animales son cada día quedó conformada por un total de 60628 registros. En la
más complejos. El procedimiento del modelo ani- tabla 1 se presenta una descripción general de la muestra
mal es el método más utilizado actualmente en la analizada.
estimación de los efectos maternales en ganado Los datos se analizaron mediante el programa
de carne. Este método se basa, principalmente, en ASReml de Gilmour et al. (2000), según seis modelos
el modelo biométrico propuesto por Willham matemáticos. Como efectos fijos comunes a todos los
(1963). Meyer (1992 y 1997) y Bijma (2006) han modelos, se consideró el grupo de contemporáneos
presentado métodos para estimar componentes de (vaquería-año-trimestre de nacimiento-sexo de la cría),
(co)varianza para caracteres influidos por efectos la edad al destete del ternero como covariable lineal y la
maternales en ganado de carne edad de la madre, como covariable lineal y cuadrática.
2. 346 Revista Cubana de Ciencia Agrícola, Tomo 44, Número 3, 2010.
Tabla 1. Característica de la estructura de la base de datos utilizada.
Número de
observaciones
Número de animales antes la edición 76425.0
Número de animales después de la edición 60628.0
Número de padres 228.0
Número de hijos por padres (rango) 40.0 - 1588.0
Número de madres 24039.0
Número de animales en el pedigrí 91347.0
Número de madres con dato 16200.0
Número de padres con dato 170.0
Rango de la edad de las madres (meses) 25.0 - 226.0
Número de grupos de contemporáneas (GC) 2063.0
Número de observaciones por GC 29.4
Edad promedio al destete (d) 201.0
Peso al destete (kg) 151.0
Rango del peso al destete (kg) 70.0 - 260.0
Desviación estándar de PD (kg) 28.6
Coeficiente de variación (%) 18.9
El modelo 1 constituyó el primer modelo animal sencillo, [ a’ m’ c’ e’ y’ ] ∼ N {[ 0’ 0’ 0’ 0’ (Xb)’]’, ∑}
con los efectos genéticos aditivos como único efecto Donde:
aleatorio. El modelo 2 fue igual que el 1, pero se
adicionaron los efectos del ambiente permanente, debidos
a la madre, y no correlacionados con otros efectos en el
modelo. El 3 fue como el 1, pero se adicionaron los
efectos aleatorios maternales genéticos, y se asumió una
covarianza igual a cero entre los efectos directos y
maternos. El modelo 4 fue igual al 3, pero permitió una A = matriz de relaciones aditivas entre todos los indi-
covarianza entre los efectos directos y maternos. Los viduos en el pedigrí.
modelos 5 y 6 fueron similares al 3 y 4 respectivamente, I = matriz identidad.
pero incluyeron los efectos del ambiente permanente. En n = número de madres.
forma matricial, estos modelos se representan como sigue: N = número total de observaciones.
Modelo 1: y = Xb + Za a + e σ a = varianza genética aditiva de los efectos
2
Modelo 2: y = Xb + Za a + Zc c + e directos.
Modelo 3: y = Xb + Za a + Zm m + e con cov (a, m) = 0 σ m = varianza genética aditiva de los efectos
2
Modelo 4: y = Xb + Za a + Zm m + e con cov (a, m) ‘d 0 maternales.
Modelo 5: y = Xb + Zaa + Zm m + Zcc + e con cov (a, m) = 0 σ am = covarianza genética aditiva entre los efectos
Modelo 6: y = Xb + Zaa + Zm m + Zc c + e con cov (a, m)‘d 0 directos y los maternales.
Donde:
σ c = varianza de los efectos del ambiente
2
y = vector de las observaciones del peso al destete.
permanente.
b = vector de los efectos fijos que incluye el grupo de
contemporáneas y la regresión de la edad de la madre y σ e =varianza del error y
2
de la edad de la cría al destete en PD lineal y cuadrática.
V = Z a AZ aσ a2 + Z m AZ mσ m + ( Z a AZ m + Z m AZ a )σ am + Z c Z c′ + Iσ e2
′ ′ 2 ′ ′
a = vector de los efectos aleatorios genéticos aditivos.
m = vector de los efectos aleatorios genéticos maternos.
c = vector de los efectos aleatorios del ambiente per- Resultados y Discusión
manente. En la tabla 2 se presentan los componentes de
e = vector de los efectos aleatorios residuales. varianza estimados por los seis modelos estudiados para
X, Zd, Zm,y Zc son las matrices de incidencia, que PD. De acuerdo al Log L, el modelo de mejor ajuste fue
relacionan las observaciones con los efectos fijos, aditivos el 6, aunque no difirió significativamente del 5. Los
directos, aditivos maternos y del ambiente permanente, valores de las estimas del componente de varianza del
respectivamente. modelo 1, donde no se tuvieron en cuenta los efectos
El primero y segundo momento de los componentes maternales, fue aproximadamente cinco veces superior
aleatorios para el modelo 6, que incluye todos los efectos, al estimado en los modelos del 2 al 6, donde los efectos
son los siguientes: maternales se tuvieron en cuenta. Estos resultados su-
3. Revista Cubana de Ciencia Agrícola, Tomo 44, Número 3, 2010. 347
ponen una sobreestimación del componente aditivo di- considera, toda la variación maternal se tiene en cuenta.
recto, cuando los efectos maternales no son considera- Cuando al modelo se adicionó el efecto del ambiente
dos en el modelo. Resultados similares publicaron Meyer permanente (M5 y M6), entonces la variabilidad mater-
(1992), Waldron et al. (1993) y Quintanilla et al. (1995). na ambiental determinó entre 10-11 %, y la materna
Revisiones acerca de la heredabilidad del efecto di- genética entre 4 y 8 %, para los modelos 5 y 6, respec-
recto del peso al destete en ganado de carne en países tivamente (tabla 3).
tropicales (Mercadante et al. 1995) y templados (Baker Respecto a la h 2 para los efectos maternales,
1980 y Koot et al. 1994) informan valores muy similares revisiones de la literatura internacional (Baker 1980,
y, por lo general, superiores a los hallados en este trabajo. Knoot et al. 1994 y Ríos 2008) publican valores
En una revisión reciente, realizada por Ríos (2008), promedios superiores a los aquí encontrados. Por lo
donde utilizó 337 publicaciones de la literatura general, la h2 para los efectos directos es superior a la
internacional, correspondiente al período entre 1940 y de los efectos maternos (Quintanilla y Piedrafita 2000).
2006, halló un valor promedio no ponderado para h2 de Sin embargo, en este trabajo resultaron similares e
los efectos directos de 0.27 para todas las razas, y de inferiores al promedio publicado en la literatura
0.26 para Brahman y Nelore. Sin embargo, en la literatura internacional.
se encuentran también valores similares a los encontrados Con respecto a los efectos del ambiente permanen-
en este estudio (Pang et al. 1994, Elzo et al. 2001, Plasse te, estos se tuvieron en cuenta en los modelos 2, 5 y 6,
donde la σ e2 y σ p resultaron muy similares entre ellos y
2
et al. 2002 y Núñez-Domínguez et al. 2006).
De alguna manera, los modelos del 2 al 6 tuvieron en diferentes al resto (tabla 3).
cuenta los efectos maternales. En los modelos 2 y 3, Como muestra la tabla 3, los efectos c2 determinaron
donde solamente se consideró el efecto materno ambiental entre 10 y 13% de la variabilidad total. En su extensa
(M2) o el materno genético (M3), la inclusión de revisión sobre este tema, Ríos (2008) encontró valores
cualquiera de los dos efectos tuvo en cuenta toda la promedio no ponderados de 14 % para todas las razas, y
varianza materna (tabla 2). Esto coincide con los crite- de 12% para la raza Brahman y Nelore. Estos valores
rios de Meyer (1992), quien planteó que cuando uno solo coinciden con los hallados en este trabajo.
de estos efectos maternales (genético o ambiental) se Cuando se tuvo en cuenta la correlación genética
aditiva entre los efectos directos y maternos para los
Tabla 2. Componentes de (co)varianza estimados del peso al modelos M4 y M6, esta alcanzó valores de -0.15 y
destete para los seis modelos estudiados -0.29, respectivamente. Sin embargo, al comparar los
Modelos modelos 3, 4 y 5 con el 6, donde la única diferencia
Comp. M1 M2 M3 M4 M5 M6 es la ram, no existieron diferencias significativas, aten-
diendo a los valores de Log L (tabla 2). Esto puede
σ 2
a
152.1 35.0 27.7 28.7 27.1 3 0. 4
significar que ram no es significativamente importan-
σm
2 - - 60.0 66.1 16.9 20.6
te. Ribeiro et al. (2007), en la raza Tabapua, encon-
σ am - - - - 6. 5 - - 7. 3
traron una ram para el peso al destete, similar a la
σ c2 - 60.5 - - 46.9 48.8 hallada en este estudio. En ganado de carne, los es-
σ e2 335.3 360.0 375.4 374.7 363.8 362.0 timados negativos para ram han sido atribuidos a una
covarianza ambiental entre madre y descendientes
σp2 487.4 455.5 463.2 463.1 454.6 454.5
(Baker 1980), conocida como síndrome de las ubres
Log L - 262.0 - 47.0 - 77.0 - 76.0 - 3.0 0.0
grasas, y también a la interacción semental x vaque-
σ a = varianza genética aditiva; σ m =varianza genética mater-
2 2
ría (Meyer 1997). Bijma (2006) señala que no hay
na; σ am = covarianza genética aditiva entre los efectos directos
y maternos; σ c = varianza de los efectos permanentes ambien- razón para esperar que la covarianza ambiental entre
2
tales; σ e = varianza residual; σ p = varianza fenotípica total.;
2 2 madre y descendientes esté restringida a casos espe-
Log L= diferencia del logaritmo de la verosimilitud con respecto ciales, como el síndrome de las ubres grasas (lo que es
al modelo 6 poco probable en este trabajo, dadas las condiciones de
Tabla 3. Parámetros genéticos estimados del peso al destete para los efectos aleatorios en
los seis modelos estudiados.
Param. Modelos
Genet M1 M2 M3 M4 M5 M6
2
h a
0.31±0.02 0.08±0.01 0.06±0.01 0.06±0.01 0.06±0.01 0.07±0.01
2 - - 0.13±0.01 0.14±0.01 0.04±0.01 0.08±0.01
hm
c2 - 0.13±0.01 - - 0.10±0.01 0.11±0.01
ram - 0.15±0.11 - - 0.29±0.12
2
h a2 = heredabilidad efectos directos; h m = heredabilidad efectos maternos; c2 = efectos
del ambiente permanente; ram= correlación genética aditiva entre los efectos directos y
maternos.
4. 348 Revista Cubana de Ciencia Agrícola, Tomo 44, Número 3, 2010.
crianza de la muestra), y que es posible que esta Pang, H., Lin, M.F., Makarechian, M. & Berg, R.T. 1994.
covariable sea un fenómeno general. Estimation of variance components due to direct and
De acuerdo con los resultados anteriores, se conclu- maternal effects for growth traits of young beef bulls in
ye que cuando se ignoran los efectos maternales en el four breed groups. Proc. 5th WCGALP. Guelph, Ontario.
modelo para peso al destete, la heredabilidad para los Canada. 17:229
Plasse, D., Verde, O., Fossi, H., Romero, R., Hoogesteijn, R.,
efectos directos aditivos se sobreestima. Las
Bastidas, P. & Bastardo, J. 2002. (Co)variance components,
heredabilidades para los efectos directos y maternos genetic parameters and annual trends for calf weights in a
resultaron bajas. La correlación genética aditiva entre pedigree Brahman herd under selection for three decades.
los efectos directos y maternos fue baja y negativa, J. Anim. Breed. Genet. 119:141
aunque parece tener poca importancia como efecto Quintanilla, R. & Piedrafita, J. 2000. Efectos maternos en el
antagónico. La respuesta a la selección para la mejora peso al destete del ganado vacuno de carne: Una revisión.
genética del peso al destete en el ganado Cebú cubano ITEA. Vol. 96ª. 1: 7-39
no debe resultar lo suficientemente efectiva, según Quintanilla, R., Pujol, M.R. & Piedrahita, J. 1995. Estimación de
indican los índices de herencia estimados. componentes de varianza para los efectos directos y
maternos sobre el peso al destete. Análisis en la población
Agradecimientos Bovina Bruna dels Pirineus. ITEA. (16): 230
Ribeiro, S. H. A., Pereira, J. C. C., Verneque, R. S., Silva, M. A.,
Se agradece al Ing. Franky Ramos, de la Dirección
Bergmann, J. A. G. & Marques, F. S. 2007. Estudo genético-
Nacional de Genética, y al Ing. Roberto Peinado, del quantitativo de características de crescimento na raça
Centro Nacional de Control Pecuario, por facilitar el Tabapua. Arq. Brás. Méd. Vet. Zootec. 59:473
acceso a la información. Ríos, A. 2008. Estimadores de parámetros genéticos para
Referencias características de crecimiento predestete de bovinos.
Revisión. Tec. Pec. Mex. 46:37
Baker, R.L. 1980.The role of maternal effects on the efficiency Waldron, D.F., Morris, C.A., Baker, R.L. & Johnson, D.L. 1993
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(co)variancia e tendencies genéticas e fenotípicas
produtivas predesmama em bivinos Devon no Rio Grande Recibido: 22 de enero de 2009
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